Transcript ornek_sunum

Doğrusal ve Doğrusal Olmayan
Modellerle Reel Faiz Paritesi
Koşulunun Test Edilmesi: G7
Ülkeleri Analizi
Okyay UÇAN
Güncel Ekonomik Sorunlar
19.02.2014
İçerik






Çalışmanın Amacı
Kuramsal ve Ampirik Model
Literatür Taraması
Veri Seti ve Ekonometrik Yöntem
Uygulamalı Analiz Çıktıları
Sonuç ve Değerlendirme
Kuramsal ve Ampirik Model
Sermaye Hareketliliğinin Ölçümü

Feldstein – Horioka Koşulu
Güvencesiz Faiz Paritesi Koşulu

Sermaye akımlarının tahvillerin beklenen getiri oranını, değişim riskine maruz kalmasına
bakmaksızın eşitleyeceği

Güvenceli Faiz Paritesi Koşulu
Sermaye akımlarının, belirli bir para cinsinden sözleşme yapıldığında ülkeler arasındaki faiz
oranını eşitleyeceği

Reel Faiz Oranı Paritesi Koşulu
Uluslararası sermaye akımlarının ülkelerarasındaki reel faiz oranlarını eşitleyeceği
Çalışmanın Amacı

Bu çalışmada gelişmiş G7 ülkelerinde reel faiz
paritesi hipotezinin geçerliliğinin birim kök
testleriyle sınanması amaçlanmaktadır. Reel
faiz paritesi hipotezinin (RIP) geçerliliğini
yapısal değişime olanak tanıyan doğrusal
ve doğrusal olmayan birim kök testleri
çerçevesinde ele almak çalışmamızın önemli
bir yönünü oluşturacaktır.
Kuramsal ve Ampirik Model
RIP ve Varsayımları




İktisat kuramı, finansal piyasaların artan uluslararası
entegrasyon derecesinin ulusal reel faiz oranlarını
eşitleyeceği
yönünde
eğilim
sergileyeceğini
öngörmektedir.
Güvencesiz Faiz Paritesi Koşulu ( it  it*  se
)
Beklenen Satınalma Gücü Paritesi( se  pe  pe*
)
Yurtiçi Ülkede Beklenen Fisher Denkliği( rt  it  pe )
Yurtdışı Ülkede Beklenen Fisher Denkliği( rt*  it*  pe*)
Kuramsal ve Ampirik Model
Reel Faiz Oranı Farklılığı
rt  r  (i  i  s )  (p  p  s )
*
t
*
e
e
e*
e
Kuramsal ve Ampirik Model
Analiz yöntemi olarak Ferreira ve
Leon Ledesma (2007) ile Holmes ve
Wang (2008) gibi araştırmacılar takip
edilerek
birim
kök
testleri
kullanılmıştır.
k
(rt  rt* ) t     (rt  rt* ) t 1    i (rt  rt* ) t i   t
i 1
Kuramsal ve Ampirik Model
(rt  r )     (rt  r )
*
t t
(a)
ψ>0
*
t t 1
k
   i (rt  r )
i 1
ψ parametresi istatistiksel olarak anlamlı ve sıfırdan büyükse diğer bir ifadeyle
durağan değilse, reel faiz oranı farklılıkları uzun dönemde ortalamaya
yakınsamayacak, dolayısıyla RIP koşulu sağlanmayacaktır.
*
t t i
 t
RIP Koşulu
Sağlanmamakta
(b)
ψ=0
Reel faiz oranı farklılıkları durağan bir süreç sergilemeyecek ve şokların etkisinin
sürekli olduğu rassal yürüyüş özelliği gösterecektir.
(c)
ψ<0
α=0
Reel faiz oranı farklılıkları durağan bir süreç sergileyecek, dengeden sapmalar kısa
dönemli olacak ve sıfır ortalamaya doğru yakınsayacaktır. Bu durumda, tam
RIP koşulu sağlanmaktadır.
Tam RIP Koşulu
Sağlanmakta
(d)
ψ<0
α≠0
Reel faiz oranı farklılıkları durağan bir süreç sergileyecek, dengeden sapmalar kısa
dönemli olacak ve sıfırdan farklı bir ortalamaya doğru yakınsayacaktır. Bu
durumda, zayıf RIP koşulu sağlanmaktadır.
Zayıf RIP Koşulu
Sağlanmakta
Literatür Taraması
Yazar
Ülkeler
Veriler ve Değişkenler
Mishkin
(1984)
OECD Ülkeleri:
ABD, Kanada,
İngiltere, Fransa,
Almanya, Hollanda,
İsviçre
-1967Q2-1979Q2,
- Mevduat Faiz Oranı
- TÜFE ve TEFE
Cumby ve Mishkin
(1986)
ABD, Kanada,
İngiltere, Fransa,
Almanya, Hollanda, İtalya
- 1973:6-1983:12
- Mevduat Faiz Oranı
- TÜFE
Yöntem
Sonuç
OLS
RIP koşulu
sağlanamamakta
OLS
Bütün ülkelerde
değişkenler arasında
yakın ilişki
bulunmuştur.
-1980:1-1970:12,
- Mevduat Faiz Oranı
- TÜFE
Eş Bütünleşme
Uzun Dönemde RIP
koşulu sağlanırken, kısa
dönemde
sağlanamamakta
Goodwin ve Grennes
(1994)
ABD, Kanada,
İngiltere, Belçika, İtalya ,
Fransa,
Almanya, Hollanda,
İsviçre, Japonya
-1975:2-1987:12,
- Mevduat Faiz Oranı
- TÜFE
Eş Bütünleşme
(Engle-Granger ve
Johansen-Juselius)
RIP koşulu sağlanmakta
Jorion
(1994)
ABD,
İngiltere,
Almanya
-1973:1-1991:12
- Üç Aylık Hazine Bonosu
Faiz Oranı
- TÜFE, TEFE
Kugler ve Neusser
(1993)
OECD Ülkeleri
OLS
RIP koşulu
sağlanamamakta.
Literatür Taraması
Chung ve Crowder
(2004)
ABD, Kanada,
İngiltere, Almanya,
Japonya
1960:4-1996:2
Euro Mevduat Faiz Oranı
Baharumshah,
Haw ve Fountas
(2005)
Endonezya,
Filipinler, Sri Lanka, Tayvan,
Tayland,Guney Kore, Hong Kong,
Singapur,
Malezya, Japonya
1977Q1-2001Q4
-Kısa dönem faiz oranı (Üç
aylık mevduat faiz oranı)
- TÜFE
Panel Birim Kök
Testleri
RIP koşulu
sağlanmakta
Ferreira ve Leon-Ledesma
(2007)
Arjantin, Brezilya,
Meksika,Türkiye,Şili,Fransa,
Almanya, İtalya, İspanya, ABD,
İngiltere
1975.5-2003.8
-Hazine Bonosu Faiz Oranı
- TÜFE
Birim Kök Testi ve
Doğrusal Olmayan
TAR Eş Bütünleşme
Testleri
RIP koşulu
sağlanmakta
Jenkins ve Madzharova
(2007)
15 AB Ülkesi
1999:1-2004:12
-Hazine Tahvili Faiz Oranı
Johansen ve Pedroni
Panel Eş Bütünleşme
Testleri
RIP koşulu
sağlanamamakta.
1978.9-2004.7
- Euro Mevduat Faiz oranı
- TÜFE
Doğrusal Birim Kök ve
Eş Bütünleşme Testleri
Doğrusal Olmayan
STAR Birim Kök Testi
Doğrusal Olmayan
Analizlerde RIP
koşulu sağlanmakta,
Doğrusal Analizlerde
RIP koşulu
sağlanamamakta
1993:7-2005:12
- Mevduat faiz oranı
(NP, DF-GLS, KPSS)
ve Panel (IPS ve
SURADF) Birim Kök
Testleri
Ppanel birim kök
testleri RIP koşulunun
sağlandığını
göstermektedir.
Pipatchaipoom ve Norrbin
(2008)
ABD, İngiltere,
İsviçre, Japonya
Holmes ve Wang
(2008)
1 Mayıs 2004’te AB Üyesi olan 10
Ülke
Eş Bütünleşme
(Johansen-Juselius)
RIP koşulu
sağlanmakta
Veri Seti
Çalışmada G7 (Almanya, Kanada, Fransa, İtalya,
Japonya, İngiltere, ABD)ülkelerine ait
1974:Q1-2008:Q3 dönemini kapsayan üçer aylık
veriler IFS (International Financial Statistics)
veri setinden alınmıştır.
Kısa vadeli faiz oranı: Hazine bonosu faiz oranı
Uzun vadeli faiz oranı: Hazine tahvili getiri oranı
Uygulamalı Analiz Sonuçları
ADF Testi
İngiltere
α
tψ
α
tψ
R1
0.442*
-4.148
2.412*
0.245
R2
0.060
-2.448
1.620*
0.719
R1
-0.332**
-2.727
-3.675*
0.192
R2
0.086**
-2.546
0.962*
0.432
R1
0.341**
-2.959
4.282*
0.925
R2
0.143
-2.187
-2.805*
0.851
R1
0.172**
-2.921
1.453*
0.544
R2
0.054
-2.904
0.676*
1.101
R1
-0.063
-3.469
-0.745*
0.341
R2
-0.080***
-2.507
1.023*
0.356
R1
0.158
-3.305
1.540*
0.473
R2
-0.234*
-2.923
-2.859*
0.369
Kanada
İtalya
KPSS Testi
Fransa
Almanya
Japonya
Kritik
Değerler
%1
-3.478
0.739
%5
-2.882
0.463
%10
-2.577
0.347
Uygulamalı Analiz Sonuçları
ZA(1992)Testi
İngiltere
TB
α
tψ
TB
α
tψ
R1
1985:01
0.653**
-5.238
1984:03
0.868*
-5.220
R2
1979:02
0.198
-3.553
1976:03
1.140
-4.644
R1
1979:02
-0.587**
-4.307
1980:03
-0.648*
-4.421
R2
1996:02
0.178**
-4.140
1995:04
0.212*
-4.760
R1
1996:01
1.173*
-4.871
1992:02
1.253*
-4.988
R2
1996:01
0.570**
-4.919
1995:03
0.771*
-4.953
R1
1993:01
0.476**
-4.922
1995:01
0.564*
-5.230
R2
1996:01
0.411**
-4.971
1982:03
0.723*
-6.454
R1
1979:03
-0.348***
-4.237
1989:01
-0.328**
-4.896
R2
1989:01
-0.359
-5.080
1988:04
-0.384*
-5.086
R1
1979:02
0.374***
-4.307
1979:02
0.345***
-4.742
R2
1980:03
-0.298*
-4.211
1980:02
-0.121
-3.998
Kanada
İtalya
Perron (1997) Testi
Fransa
Almanya
Japonya
Kritik
Değerler
%1
-5.34
-5.28
%5
-4.80
-4.65
%10
-4.58
-4.38
Uygulamalı Analiz Sonuçları
Doğrusallık Test Sonuçları
BDS Testi
İngiltere
R1
0.288 (0.000)
R2
0.437 (0.000)
R1
0.338 (0.000)
R2
0.300 (0.000)
R1
0.347 (0.000)
R2
0.375(0.000)
R1
0.283 (0.000)
R2
0.301 (0.000)
R1
0.339 (0.000)
R2
0.417 (0.000)
R1
0.295 (0.000)
R2
0.412 (0.000)
Kanada
İtalya
Fransa
Almanya
Japonya
Not: Parantez içindeki değerler p-olasılık değerlerini göstermektedir.
(Brock, Dechert and Scheinkman)
(rt  rt* ) t  I t 1 (rt  rt* ) t 1  (1  I t )  2 (rt  rt* ) t 1   j 1  j (rt  rt* ) t  j   t
p
Uygulamalı Analiz Sonuçları
Kısa Vadeli Reel Faiz Oranı Farklılıklarının Doğrusal Olmayan Eşik Otoregresif Birim Kök Test Sonuçları
Ülke
İngiltere
2
H0 : 1  2  0
-0.411*
-0.081**
9.462 (0.000)
4.039
8.520 (0.004)
MTAR
-0.241*
-0.067
9.141 (0.000)
3.474
4.865 (0.029)
TAR
-0.021
-0.364**
9.139 (0.000)
-5.798
14.636 (0.000)
MTAR
-0.010
-0.079**
2.571 (0.080)
-5.798
1.813 (0.180)
TAR
-0.286*
-0.027
9.826 (0.000)
6.636
13.415 (0.000)
MTAR
-0.075**
-0.008
3.139 (0.046)
8.273
2.777 (0.097)
TAR
-0.254*
-0.048
4.900 (0.008)
2.662
4.427 (0.037)
MTAR
-0.112**
-0.074
3.709 (0.027)
1.993
0.304 (0.5821)
TAR
-0.023
-0.602*
7.469 (0.000)
-2.932
12.886(0.000)
MTAR
0.042
-0.148*
7.243 (0.001)
-2.214
11.457 (0.000)
-0.045**
-1.173**
6.116 (0.002)
-1.459
7.357 (0.007)
-0.030
-0.097**
3.588 (0.030)
-0.836
1.230 (0.269)
Model
TAR
+ 1
-

H 0 : 1   2
Kanada
İtalya
Fransa
Almanya
TAR
Japonya
MTAR
Not: (*),(**), (***), sırasıyla %1, % 5 ve % 10 düzeyinde anlamlı olduğunu göstermektedir. Parantez içindeki değerler p-olasılık değerlerini, τ ise
Chan(1993)’in yöntemiyle hesaplanmış eşik değeri göstermektedir.
(rt  rt* ) t  I t 1 (rt  rt* ) t 1  (1  I t )  2 (rt  rt* ) t 1   j 1  j (rt  rt* ) t  j   t
p
Uygulamalı Analiz Sonuçları
Uzun Vadeli Reel Faiz Oranı Farklılıklarının Doğrusal Olmayan Eşik Otoregresif Birim Kök Test Sonuçları
Ülke
İngiltere
2
H0 : 1  2  0
-0.062**
-0.078
3.527(0.032)
0.821
0.033(0.855)
MTAR
-0.033
-0.101
4.261(0.016)
0.801
1.435(0.232)
TAR
-0.285*
-0.053***
5.271(0.006)
1.410
4.849(0.029)
MTAR
-0.125*
-0.057
4.169(0.017)
1.198
1.018(0.314)
TAR
-0.247*
-0.019
4.486(0.012)
5.220
6.349(0.012)
0.036
-0.074**
4.252(0.016)
-0.189
6.495(0.011)
-0.237*
-0.051
7.278(0.000)
1.166
6.092(0.014)
0.008
-0.176*
6.917(0.001)
-0.404
6.631(0.011)
TAR
-0.216*
-0.028
5.039(0.007)
-0.046
5.679(0.018)
MTAR
-0.048
-0.068**
3.653(0.028)
-1.862
0.221(0.639)
TAR
-0.048**
-0.213*
5.255(0.006)
-4.031
3.208(0.075)
MTAR
-0.091**
-0.061***
4.487(0.012)
-2.950
0.343(0.558)
Model
TAR
+ 1
-

H 0 : 1   2
Kanada
İtalya
MTAR
TAR
Fransa
MTAR
Almanya
Japonya
Not: (*),(**), (***), sırasıyla %1, % 5 ve % 10 düzeyinde anlamlı olduğunu göstermektedir. Parantez içindeki değerler p-olasılık değerlerini, τ ise Chan(1993)’in
yöntemiyle hesaplanmış eşik değeri göstermektedir.
Uygulamalı Analiz Sonuçları
KSS(2003) Birim Kök Testi Sonuçları
KSS Test İstatistiği
R1
R2
İngiltere
-5.902
-4.293
Kanada
-4.401
-3.708
İtalya
-6.421
-5.584
Fransa
-5.940
-7.206
Almanya
-4.010
-8.468
Japonya
-4.704
-4.071
Not: %1, % 5 ve % 10 anlamlılık düzeyi için kritik değerler sırasıyla, -−3.13, −3.40, ve −3.93’tür. R1 kısa, R2 ise uzun vadeli faiz oranını temsil
etmektedir.
Sonuç ve Değerlendirme
Literatürdeki araştırmalardan elde edilen
bulguların büyük çoğunluğu kısa dönem reel
faiz paritesinin sağlanmadığını göstermektedir.
Bu duruma, ticarete konu olmayan malların
varlığı ve işlem maliyetlerinin neden olduğu ileri
sürülmüştür. Fiyat yapışkanlığı ve mal
piyasasındaki katılığın varlığında RIP ilişkisinin
araştırılmasında
geleneksel
analiz
yöntemlerinden
ziyade
uyarlama
mekanizmasındaki olası asimetrileri hesaba
katan testlerin uygulanması esastır.